بررسي تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان اطلاعاتي
بر تمايلات سرمايه گذاران
چكيده: پس از شكل گيري نظرية مالي رفتاري، سمت و سوي تحقيقات تجربي در اين حوزه
به بررسي ارتباط ميان تمايلات سرمايه گذاران و تغييرات قيمت سهام سوق داده شده است و در
اين زمينه كه كدام عوامل بر خطاهاي رفتاري سرمايه گذاران مؤثر بوده و چگونه مي توان آنها را
تعديل كرد، بحثي صورت نگرفته است؛ از اين رو، هدف اين پژوهش بررسي تأثير كيفيت
اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان اطلاعاتي بر تمايلات سرمايه گذار ان است . بدين منظور
نمونه اي متشكل از 560 سال شركت طي دورة زماني 1387 تا 1394 با استفاده از رگرسيون
چند متغيره بررسي شد. نتايج پژوهش نشان داد كيفيت اطلاعات حسابداري با تمايلات
سرمايه گذاران داراي رابطة منفي و معنادار و عدم اطمينان اطلاعاتي با تمايلات سرماي ه گذار ان
داراي رابطة مثبت و معنادار است. همچنين نتايج پژوهش نشان داد افزايش كيفيت اطلاعات
حسابداري و كاهش عدم اطمينان اطلاعاتي ، شدت رفتارهاي احساسي سرمايه گذاران در
قيمت گذاري سهام را كاهش مي دهند. علاوه بر اين، نتايج تحليل بيشتر نشان داد در دوره هايي
كه سرمايه گذاران خوش بين تر هستند، تمايل دارند پيش بيني هاي خوش بينانه تري براي قيمت
سهام با كيفيت اطلاعات پايين تر و عدم اطمينان اطلاعات بيشتر داشته باشند.
واژ ههاي كليدي: تمايل سرماي هگذاران، عدم اطمينان اطلاعاتي، قيمت سهام، كيفيت اطلاعات
حسابداري، مالي رفتاري.
- کیفیت اطلاعات حسابداري
کیفیت اطلاعات حسابداري
22 بررسي تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان ….
مقدمه
طي چند دهة گذشته، ظهور برخي پديده هاي غيرعادي و استثنا در بازارهاي مالي باعث شد كه
انتقادهاي زيادي به نظريه هاي مالي وارد شود . اين واقعيت ، بحث هاي عميق و احساس
بي اعتمادي را نسبت به عملكرد نظريه هاي مالي سنتي ب هعنوان ابزارهاي مهم در ارزش گذاري و
پيش بيني قيمت دارايي ها ايجاد كرد و زمينه ساز پيدايش نظرية مالي رفتاري ش د. ديدگاه مالي
رفتاري بيان مي كند كه برخي تغييرات قيمت سهام هيچ دليل بنيادي نداش ته و عوامل
روان شناختي نقش مهمي در تعيين قيمت ها ايفا مي كند (ژو و نيو، 2016 ). در واقع، مالي رفتاري
فرض هاي اولية نظريه هاي مالي سنتي را كنار گذاشته و به بررسي فر ايند تصميم گيري
سرمايه گذاران و واكنش آنان در قبال شرايط مختلف بازارهاي مالي م يپردازد و تأكيد آن بيشتر
به شخصيت، فرهنگ و قضاوت سرمايه گذاران در تصميمات سرمايه گذاري است (فلاح پور و
عبداللهي، 1390 ). با تمام اين موضوعات، ايراد اصلي نظرية مالي رفتاري اين است كه بني ان
نظريه هاي مالي سنتي را از هم پاشيده و تنها به شناسايي خطاهاي ادراكي و رفتاري
سرمايه گذاران پرداخته است. دربارة اين موضوع كه چه عواملي بر خطاهاي رفتاري سرماي هگذاران
مؤثر است و چگونه مي توان بر اين خطاها غلبه نمود يا آنها را تعديل كرد، بحث هاي كمي
صورت گرفته است و بيشتر به نقش روا ن شناسي و جامع ه شناسي و كاهش نقش اطلاعات
حسابداري پرداخته است؛ در حالي كه از ديدگاه نظري شواهد نشان مي دهد در سطح خرد،
رفتارهاي احساسي سرمايه گذاران به كيفيت و شفافيت اطلاعات حسابداري وابسته است و از
پيش فرض هاي قضاوت سرمايه گذاران محسوب مي شوند (ژو و نيو، 2016 ؛ كرونل ، لندس من و
؛ استبن، 2017 ). در همين رابطه، پژوهش هاي متعددي (مانند مشكي مياوقي و اشرفي، 1393
حقيقت و ايرانشاهي، 1389 ) تلاش كردند كه به صورت تجربي تأثير كيفيت و شفافيت اطلاعات
حسابداري بر قضاوت و رفتارهاي احساسي سرمايه گذاران در بازار سرمايه را بررسي كنند .
پژوهش هاي انجام شده اغلب بيان مي كنند كيفيت اطلا عات حسابداري و عدم اطمينان
اطلاعاتي با تورش هاي رفتاري سرمايه گذاران ارتباط دارد و مي تواند به واكنش كمتر و بيش از
حد سرمايه گذاران در موقيعت هاي مختلف تصميم گيري منجر شود. با وجود اين، مطالعات پيشين
اغلب از طريق تجزيه و تحليل واكنش مستقيم بازار و بررسي رو ند ارتباطي بين اطلاعات
حسابداري و تغييرات قيمت سهام به اين نتايج دست يافته اند و ب هطور مستقيم به بررسي ت أثير
متفاوت بودن كيفيت اطلاعات و عدم اطمينان اطلاعاتي بر رفتارهاي احساسي سرمايه گذاران و
ميزان تأثيرگذاري آنها بر رابطة بين تمايلات سرمايه گذاران و قيم ت سهام نپرداخته اند و
توضيحات اندكي در اين زمينه ارائه كرده اند؛ بنابراين در ادبيات آن شكاف شايان توجهي وجود
ی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397 23 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?
دارد. به همين دليل در پژوهش حاضر تلاش شده است با توجه به محيط اقتصادي ايران، از يك
شاخص تركيبي متشكل از معيارهاي خرد و كلان اقتصادي، براي سنجش تماي لات
سرمايه گذاران استفاده شده و به اين پرسش ها پاسخ داده شود. آيا كيفيت اطلاعات حسابداري و
عدم اطمينان اطلاعاتي بر تمايلات سرمايه گذاران تأثير مي گذارند؟ آيا كيفيت اطلاعات
حسابداري و عدم اطمينان اطلاعات بر رابطة بين تمايلات سرمايه گذاران و قيمت بازار سهام اثر
تعديل كنندگي دارند؟کیفیت اطلاعات حسابداري
در ادامة پژوهش، ابتدا مباني نظري و فرضيه هاي پژوهش ارائه مي شود؛ سپس روش شناسي
و يافته هاي پژوهش تشريح شده و در نهايت نتيجه گيري و پيشنهادهاي برگرفته از پژوهش بيان
خواهد شد.
پيشينة نظري و تجربي پژوهش
تمايلات سرمايه گذاران
ادبيات مالي رفتاري رويكرد جديدي در بازارهاي مالي است و به نظريه پردازان، تحليل گران و
مشاركت كنندگان بازار شرح مي دهد كه تغييرات قيمت سهام تنها به ارزش هاي بنيادي سهام
(ارزش هاي منطقي) متكي نيست؛ بلكه به رفتارهاي غيرمنطقي سرمايه گذاران كه توسط تمايلات
.( سرمايه گذاران اندازه گيري مي شود نيز بستگي دارد (ژو و نيو، 2016
تمايلات سرمايه گذاران اغلب از باورهاي ذهني نگه داشته شده يا اطلاعات غيرمرتبط با
ارزش سهام سرچشمه مي گيرد و مي تواند موجب واكنش هاي افراطي يا واكنش هاي كم به اخبار
خوب يا بد، انتظارات متعصبانه مانند تمايل به سفت هبازي و خوش بيني يا بدبيني سرمايه گذاران به
ارزش واقعي سهام شود (براون و كليف، 2004 ؛ باربيرز، ويشني و شليفر ، 1998 ). معمول ترين
تعريف از تمايلات سرمايه گذاران كه در ادبيات مالي رفتاري بيشتر به آن توجه مي شود، تعريف
باكر و ورگلر ( 2006 ) است. باكر و ورگلر ( 2006 ) تمايلات سرمايه گذاران را تمايل به سفت ه بازي
تعريف كردند كه به ايجاد تقاضاي نسبي براي سرمايه گذاري هاي سفته بازانه منتج شده و بر
قيمت سهام آثار مقطعي مي گذارد.کیفیت اطلاعات حسابداري
ادبيات مالي رفتاري برخي عوامل خرد را كه بر تمايلات سرمايه گذاران تأثير مي گذارد، از يك
سو با توجه به اين احتمال كه ممكن است تحريف هاي چشمگيري در اطلاعات ارائه شده توسط
شركت ها، به ويژه از طريق صورت هاي مالي وجود داشته باشد، نشئت گرفته از كيفيت اطلاعات
حسابداري مي داند و از سوي ديگر با توجه به مطرح بودن پديده هايي مانند ويژگي هاي ذاتي
كسب وكار، رويه هاي افشاي شركت، پيش بيني ناپذيري رويدادها، محدوديت اطلاعات و تضاد
24 بررسي تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان ….
منافع ميان سرمايه گذاران و مديران، برآمده از عدم اطمينان اطلاعاتي مي داند (باگر و ورگلر،
.( 2006 ؛ ژو و نيو، 2016 ؛ كرونل و همكاران، 2017
كيفيت اطلاعات حسابداري و تمايلات سرمايه گذاران
اطلاعات حسابداري با كيفيت، يكي از منابع مهم اطلاعاتي براي سرماي هگذاران است كه مي تواند
تأثير مهمي بر تصميمات بهينة سرمايه گذاران داشته باشد (يانگ و جيانگ، 2008 ). كيفيت
اطلاعات حسابداري معمولاً حاكي از اين است كه اطلاعات بر اساس اصول كلي پذيرفته شده،
مانند استاندارهاي بين المللي در حسابداري يا حسابرسي توليد شده است.
كيفيت اطلاعات حسابداري از دو طريق با تمايلات سرمايه گذاران در ارتباط است؛ اول اينكه
كيفيت گزارشگري مالي مي تواند هزينه هاي گزينش نادرست را از طريق كاهش عدم اطمينان
اطلاعاتي بين شركت و سرمايه گذاران كاهش دهد (ثقفي ، بولو و محمديان ، 1390 ) و دوم،
كيفيت گزارشگري مالي با كاهش مسائل نمايندگي، مي تواند ريسك اطلاعاتي را كاهش دهد،
كاهش ريسك اطلاعاتي، از هزينه هاي سرمايه كاسته و بر تمايل سرمايه گذاران ب راي خريد و
.( فروش يا نگهداري سهام شركت تأثير مي گذارد (ژو و نيو، 2016 ؛ كرونل و همكاران، 2017
پژوهش هاي پيشين در زمينة تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري بر تمايلات سرمايه گذاران
2017 ) تلاش ، (براي مثال فرانسيس، لافوند، السن و اسچيپر، 2005 ؛ كرونل و همكاران؛ 2014
كرده اند كه كيفيت اطلاعات حسابداري را از طريق معيارهايي مانند كيفيت اقلام تعهدي، ضريب
واكنش به سود و پايداري سود به تمايلات سرمايه گذاران پيوند داده و نشان دهند كيفيت
اطلاعات حسابداري بر تمايلات سرمايه گذاران تأثير مي گذارد. اين مطالعات استدلال مي كنند كه
كيفيت پايين اطلاعات حسابداري، هزينه هاي سرمايه ر ا افزايش داده و رفتارهاي احساسي
( سرمايه گذاران را تشديد مي كند (ژو و نيو، 2016 ). بر اساس اين ديدگاه ، لين و ولكر ( 2000
دربارة اثر كيفيت اطلاعات افشا شده بيان كردند كه هرچه كيفيت اطلاعات افشا شده توسط
شركت بهتر باشد، رفتارهاي احساسي سرمايه گذاران كمتر مي شود؛ چرا كه سياست بهتر براي
افشاي اطلاعات موجب كاهش نگراني سرمايه گذاران در خصوص معاملات محرمانه (درون
سازماني) و مسئله هاي مطرح دربارة گزينش نامناسب خواهد شد . نتايج پژوهش كرونل و
2017 ) حاكي از آن بود كه تفاوت در كيفيت اطلاعات حسابداري ارائه ش ده ، همكارانش ( 2014
توسط شركت ها بر تمايلات سرمايه گذاران تأثير نامتقارني مي گذارد. ثقفي و همكاران ( 1390 ) و
ستايش، محمديان و مهتري ( 1394 ) به اين نتيجه رسيدند كه هر چه كيفيت اطلاعات حسابداري
بيشتر باشد، مسئلة سرمايه گذاري بيش از حد، كاهش خواهد يافت.
کیفیت اطلاعات حسابداري
عدم اطمينان اطلاعاتي و تمايلات سرمايه گذاران
نظريه هاي مالي سنتي بر اساس دو اصل عقلايي بودن عامل هاي اقتصادي و فرضي ة بازار كارا
شكل گرفته اند. فرض اوليه و اساسي اين نظريه ها اين است كه رقابت بين سرمايه گذاراني كه در
پي كسب سودهاي غيرعادي هستند، باعث مي شود كه قيمت اوراق بهادار هميشه به ارزش ذاتي
.( آن نزديك باشد و هيچ گونه فرصت آربيتراژي ايجاد نشود (تلنگي، 1383
يكي از ايرادهاي اصلي كه نسبت به نظريه هاي مالي سنتي وجود دارد، اين است كه
نظريه هاي مالي سنتي، مدعي قيمت گذاري عقلايي اوراق بهادار بر مبناي كلية اطلاعات عمومي
هستند و مسئلة تصميم گيري تحت شرايط عدم اطمينان اطلاعاتي و تأثير آن بر تمايلات
سرمايه گذاران را ناديده مي انگارند (مرادزاده فرد ، عدل زاده و فرج زاده، 1391 ). ايد ة اصلي
نظريه هاي مالي سنتي دربارة تصميم گيري تحت شرايط عدم اطمينان اطلاعاتي، اين است كه
به دليل وجود اطلاعات كامل در بازار و استفادة عقلايي بازار از تمام اطلاعات، هر گونه انحراف
قيمت از ارز ش بنيادي به دليل شرايط عدم اطمينان اطلاعاتي توسط سرمايه گذاران منطقي
اصلاح مي شود، درست همانند وضعي كه نسبت به همه چيز اطمينان وجود دارد؛ اما ظهور برخي
استثناها و پديده هاي غيرعادي در بازارهاي مالي كه توسط نظريه هاي سنتي قابل تبيين نبودند،
به شكل گيري پارادايم جديد مالي رفتاري منجر شد و چالش هاي جد ياي را در برابر نظريه هاي
مالي سنتي قرار داد. پارادايم مالي رفتاري كه بر دو پاية تورش هاي رفتاري سرمايه گذاران و
محدوديت در آربيتراژ شكل گرفته است، بيان مي كند عدم اطمينان اطلاعاتي بر تمايلات برخي
سرمايه گذاران تأثير مي گذارد و باعث مي شود خطاي قيمت گذاري دارايي ها افزايش يابد (كرونل و
همكاران، 2017 ). در واقع مالي رفتاري بيان مي كند، عدم اطمينان اطلاعاتي از يك سو با تشديد
تورش هاي رفتاري سرمايه گذاران و از سوي ديگر با افزايش محدوديت در فر ايند آربيتراژ ،
.( مي تواند تأثير نامتقارني بر تمايلات سرمايه گذاران بگذارد (مرفوع و عد لزاده، 1393
در ارتباط با تأثير عدم اطمينان اطلاعاتي بر تمايلات سرمايه گذاران، كانمن و تورسكي
1979 ) تصميم گيري افراد بر اساس تئوري چشم انداز را ارائه كردند و به تبيين چگونگي تأثير )
احساسات و ترجيحات روان شناختي افراد تحت شرايط ريسك پرداختند و نشان دادند در شرايط
عدم اطمينان اطلاعاتي، چگونه افراد در مواقعي به طور سيستماتيك نظرية مطلوبيت مورد انتظار
را ناديده مي گيرند . جيانگ ، لي و ژانگ ( 2005 ) بيان مي كنند عدم اطمينان اطلاعاتي
سرمايه گذاران را به واكنش كمتر از حد نسبت به اخبار تشويق مي كند. فرانسيس، لافوند، السن و
اسچيپر ( 2007 ) دريافتند اخباري كه با عدم اطمينان همراه باشد، رفتارهاي احساسي
سرمايه گذاران را تشديد مي كند. ديدگاهي كه از جانب چن ( 2011 ) و ژو و نيو ( 2016 ) ارائه شده
26 بررسي تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان ….
است، نشان مي دهد رفتارهاي احساسي سرمايه گذاران نسبت به شرايط عدم اطمينان اطلاعاتي
متفاوت است. نيكومرام، راهنماي رودپشتي و يزداني ( 1391 ) طي پژوهشي به بررسي تأثير
سوگيري شناختي سرماي هگذاران بورس اوراق بهادار تهران بر ارزشيابي سهام پرداختند . نتايج
پژوهش آنها حاكي از وجود واكنش هاي بيش از حد و كمتر از حد سرمايه گذاران، تحت تأثير
سوگيري هايي نظير شهود نمايندگي، اطمينان بيش از حد و همچنين ارتباط شاخص رفتاري با
عواملي مانند اندازة شركت، نسبت ارزش دفتري به بازار، سن شركت، قيمت و بازده گذشته سهام
است. مرفوع و عدل زاده ( 1393 ) به اين نتيجه رسيدند كه افزايش عدم اطمينان اطلاعاتي
( به صورت معناداري به واكنش بيش از حد سرمايه گذاران منجر مي شود. قائمي و تقي زاده ( 1395
طي پژوهشي تأثير محيط اطلاعاتي شركت را بر واكنش سرمايه گذاران بررسي كردند و نشان
دادند ريسك اطلاعاتي بيشتر، موجب واكنش اولية بيشتر سرمايه گذاران به اعلاميه هاي فصلي
سود مي شود؛ اما در واكنش هاي بعدي تأثيري نمي گذارد.
اثر تعدي لكنندگي كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان اطلاعاتي
اثر تعديل كنندگي كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان اطلاعاتي، از طريق تأثير بر تصميم
؛ سرمايه گذاران در بازار سرمايه بررسي مي شود. پژوهشگران اين حوزه (مانند باكر و ورگلر، 2006
2017 ) معتقدند كه كيفيت اطلاعات حسابداري و ؛ ژو و نيو، 2016 ؛ كرونل و همكاران، 2014
عدم اطمينان، نقش تعيين كننده اي در رفتارهاي احساسي سرمايه گذاران در ارزش گذاري سهام
شركت ها ايفا مي كند. استدلال اصلي اين مطالعات دربارة اثر تعديل كنندگي كيفيت اطلاعات
حسابداري و عدم اطمينان اطلاعاتي اين است كه كيفيت اطلاعات حسابداري پايين و عدم
اطمينان اطلاعاتي بالا، هزينه هاي سرمايه را افزايش مي دهد و بر تمايلات سرمايه گذاران ب راي
خريد و فروش يا نگهداري سهام شركت تأثير مي گذار د و در نتيجه خطاي قيمت گذاري و
.( ابهام هاي مرتبط با قيمت سهام را افزايش مي دهد (ژو و نيو، 2016 ؛ كرونل و همكاران، 2017
در واقع، اثر تعديل كنندگي كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان اطلاعاتي بر اساس
اين ايده مطرح شده است كه كيفيت ضعيف اطلاعات و عدم اطمينان اطلاعاتي بر تمايلات
برخي سرمايه گذاران تأثير مي گذارد و باعث مي شود قيمت دارايي ها متعصبانه شود، بدين ترتيب
كه سرمايه گذاران تمايل دارند در مورد شركت هايي كه تعيين ارزش ذاتي آن دشوار است، اطمينان
بيشتري را نسبت به اطلاعات شخصي خويش داشته باشند و اين ارزش گذاري هاي جانبدارانه به
احتمال زياد زماني بيشتر مي شود كه كيفيت اطلاعات حسابداري پايين تر و عدم اطمينان
اطلاعاتي بيشتر باشد؛ چرا كه سوگير هاي روان شناختي زماني كه كيفيت اطلاعات حسابداري
.( پايين و عدم اطمينان اطلاعاتي بيشتر است، زيادتر مي شود (كرونل و همكاران، 2017
ی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397 27 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?
در اين رابطه، پژوهش هايي در ارتباط با اثر تعديل كنندگي كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم
اطمينان اطلاعاتي بر رابطة بين تمايلات سرمايه گذاران و قيمت بازار سهام وجود دارد كه نشان
مي دهند كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان اطلاعاتي، مي توانند رفتارهاي احساسي
( سرمايه گذاران در قيمت گذاري سهام را تحت تأثير قرار دهند. براي مثال باكر و ورگلر ( 2006
چگونگي تأثير گرايش هاي احساسي سرمايه گذاران بر بازده مقطعي سهام را مطالعه كردند و به
اين نتيجه دست يافتند كه ارائة اطلاعات حسابداري با كيفيت و شفاف توسط شركت ها، تمايلات
سرمايه گذاران را تعديل مي كند و فرايند ارزشيابي و ارزش گذاري اشتباه سهام را كاهش مي دهد .
بارث، كنچيچكي و لندسمن ( 2013 ) به اين نتيجه رسيدند كه كيفيت اطلاعات حسابداري
پايين تر، هزينة سرمايه را افزايش مي دهد و خطاي قيمت گذاري سهام را بيشتر مي كند. ژو و نيو
2016 ) بيان مي كنند قيمت سهام شركت ها با عدم اطمينان اطلاعاتي بيشتر به رفتارهاي )
احساسي سرمايه گذاران حساس تر است. يافته هاي كرونل و همكارانش ( 2017 ) نشان داد زماني
كه كيفيت اطلاعات حسابداري پايين تر است، رابطة بين تمايلات سرمايه گذاران و نرخ بازده
سهام قوي تر است.کیفیت اطلاعات حسابداري
فرضيه هاي پژوهش
همان گونه كه در بخش مباني نظري پژوهش بيان شد، كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم
اطمينان اطلاعاتي از پيش فرض هاي قضاوت سرمايه گذاران در بازار سرمايه است (ژو و نيو،
2016 ؛ كرونل و همكاران، 2017 ). بدين ترتيب اگر شركت ها، اطلاعات حسابداري باكيفيت و
شفاف ارائه كنند، اين كيفيت و شفافيت در ارائة اطلاعات حسابداري مي تواند قضاوت ها و به تبع
آن تمايلات سرمايه گذاران را تحت تأثير قرار دهد و خطاي قيمت گذاري سهام را نيز كاهش دهد
كه آن نيز، نشان مي دهد كيفيت و شفافيت در ارائة اطلاعات حسابداري علاوه بر تأثير مستقيم بر
تمايلات سرمايه گذاران، بر رابطة بين تمايلات سرمايه گذاران و قيمت سهام اثر تعديل كنندگي
دارد؛ از اين رو بر مبناي سؤال ها و مباني نظري ارائه شده، فرضيه هاي پژوهش به صورت زير
مطرح مي شوند:
فرضية اول: بين كيفيت اطلاعات حسابداري و تمايلات سرمايه گذاران رابطة منفي اي وجود
دارد.
فرضية دوم: بين عدم اطمينان اطلاعاتي و تمايلات سرمايه گذاران رابطة مثبتي وجود دارد.
فرضية سوم: اگر كيفيت اطلاعات حسابداري پايين باشد، بين تمايلات سرمايه گذاران و قيمت
بازار سهام رابطة مثبتي ايجاد مي شود.کیفیت اطلاعات حسابداري
28 بررسي تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان ….
فرضية چهارم: اگر عدم اطمينان اطلاعاتي بالا باشد، بين تمايلات سرمايه گذاران و قيمت
بازار سهام رابطة مثبتي ايجاد مي شود.کیفیت اطلاعات حسابداري
روش شناسي پژوهش
پژوهش حاضر از نظر هدف كاربردي به شمار مي رود و بر مبناي روش ، از نوع همبستگي با
رويكرد رگرسيوني محسوب مي شود كه در آن براي آزمون مدل هاي پژوهش از تحليل رگرسيون
چند متغيره مبتني بر داده هاي تركيبي استفاده شده است. جامعة آماري پژوهش حاضر شامل
شركت هاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است كه كلية شرايط ذيل را داشته باشند :
تا پايان اسفند سال 1386 در بورس اوراق بهادار تهران پذيرفته شده و سال مالي آنه ا به پايان
اسفند منتهي شود؛ به دليل ماهيت متفاوت، جزء مؤسسه هاي مالي، سرمايه گذاري و بانك ها
نباشند؛ اطلاعات مالي مورد نياز شركت ها طي سال هاي 1387 تا 1394 در دسترس باشد. پس از
اعمال شرايط بيان شده، تعداد 70 شركت از جامعة مد نظر باقي ماند كه طي 8 سال بررسي ، در
مجموع 560 سال شركت را دربرمي گيرد.
مدل و متغيرهاي پژوهش
به منظور آزمون فرضية اول پژوهش، يعني بررسي تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري بر تماي لات
سرمايه گذاران، از مدل 1 به شرح زير استفاده م يشود.
???? = ?? + ?????,? + ?????,? + ??,? ( مدل 1
به منظور آزمون فرضية دوم پژوهش، يعني بررسي تأثير عدم اطمينان اطلاعاتي بر تمايلات
سرمايه گذاران از مدل 2 به شرح زير استفاده م يشود.
کیفیت اطلاعات حسابداري
به منظور آزمون فرضي ههاي سوم و چهارم پژوهش، يعني بررسي اثر تعديل كنندگي كيفيت
اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان اطلاعاتي بر رابطة بين تمايلات سرمايه گذاران و قيمت بازار
سهام از مدل 3 به روش زيرگروه استفاده م يشود. شايان ذكر است كه در بخش هاي بعدي روش
زيرگروه ب هطور كامل توضيح داده شده است.
کیفیت اطلاعات حسابداري
كيفيت اطلاعات حسابداري ؛ AQ ؛ شاخص تمايلات سرمايه گذاران SEN ، در مدل هاي بالا
آثار متقابل تمايلات سرمايه گذاران و SEN × High ؛ قيمت سهام P ؛ عدم اطمينان اطلاعاتي F
دوره هاي خوش بين تر بودن سرمايه گذاران در ابتداي سال جاري است كه براي بررسي تأثير
مجموعة متغيرهاي CV نامتقارن رفتارهاي احساسي سرمايه گذاران در مدل گنجانده شده است و
كنترلي است.
متغير وابسته
متغيرهاي وابسته در اين پژوهش قيمت بازار سهام و تمايلات سرمايه گذاران است. معمولاً يكي
از مهم ترين معيار ارزيابي عملكرد مؤسسه ها، قيمت بازار سهام است. اين معيار به تنهايي داراي
محتواي اطلاعاتي براي سرمايه گذاران بوده و براي ارزيابي عملكرد جاري شركت ها استفاده
مي شود. در اين پژوهش قيمت بازار سهام از تقسيم قيمت بازار هر سهم در پايان سال بر تعداد
سهام منتشر شده در پايان همان سال به دست مي آيد.کیفیت اطلاعات حسابداري
براي اندازه گيري تمايلات سرمايه گذاران به كمك روش تجزيه و تحليل عاملي ، از يك
شاخص تركيبي كه دربردارندة پنج معيار پيشنهاد شدة باكر و ورگلر ( 2006 ) شامل ميانگين نرخ
بازده سهام در نخستين روز عرضة عمومي اولية سهام، حجم معاملات، تعداد معاملات، مازاد سود
تقسيمي، نسبت مالكانة سهام و دو معيار كلان اقتصادي شامل نرخ بهرة بدون ريسك و شاخص
قيمت مصرف كنندگان است، استفاده مي شود تا بتوان تأثير اقتصاد كلان را نيز كاهش داد. نحو ة
اندازه گيري هر يك از معيارهاي بيان شده در جدول 1 مشاهده مي شود.
جدول 1. معيارهاي مربوط به تمايلات سرمايه گذاران و نحوة اندازه گيري آنها
نرخ بازده سهام در نخستين روزي كه عرضة عمومي اولية سهام صورت گرفته است. RIPO
معاملات TURN به t حجم (نرخ گردش بازار) انجام شده است كه از طريق تقسيم تعداد سهام معامله شده در سال
كل سهام شركت مد نظر به دست مي آيد.
NOT تعداد معاملات انجام شده است كه شامل تعداد معاملات يك سهم در بازة سالانة شركت مد نظر مي شود.
مازاد سود تقسيمي است كه از لگاريتم مابهالتفاوت سودهاي تقسيم شده و تقسيم نشده محاسبه مي شود. PDND
مالكان S نسبت ة سهام و معياري براي اندازهگيري كل فعاليتهاي مالي است كه از تقسيم حقوق صاحبان
سهام بر مجموع حقوق صاحبان سهام و بدهي هاي بلند مدت محاسبه مي شود.
نرخ بهرة بدون ريسك است كه از طريق نرخ سود سپرده هاي بانكي يك ساله محاسبه مي شود. Rf
شاخص قيمت مصرف كنندگان است كه به عنوان معياري براي اندازه گيري تورم استفاده مي شود. CPI
30 بررسي تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان ….کیفیت اطلاعات حسابداري
مهم ترين مرحله در روش تحليل عاملي، اطمينان از مناسب بودن متغيرهاست كه بدين
و آزمون كرويت بارتلت استفاده شده است (مؤمني و KMO منظور در اين پژوهش از آزمون هاي
KMO قيومي، 1387 ). نتايج اين آزمون ها در جدول 2 ارائه شده و نشان مي دهد مقدار آمار ة
0 به دست آمده است و داده ها براي انجام تحليل عاملي مناسب اند . / 0/735 ) بيشتر از 50 )
0 معنادار است و نشان مي دهد بين / همچنين نتايج آزمون كرويت بارتلت در سطح معناداري 05
متغيرها همبستگي معناداري وجود دارد. به طور كلي نتايج هر دو آزمون حاكي از آن است كه
نمونة بررسي شده از كفايت لازم برخوردار بوده و متغيرهاي مناسبي براي انجام تحليل عاملي
انتخاب شده است.کیفیت اطلاعات حسابداري
و كرويت بارتلت KMO جدول 2. نتايج آزمون
0/735 KMO آمارة
64/ آمارة كرويت بارتلت 279
0/ سطح معناداري 000
پس از بررسي مناسب بودن متغيرها، گام دوم براي اجراي تحليل عاملي، استخراج عامل ها و
معيار تعيين آنهاست. اساسي ترين روش براي استخراج عامل ها، روش تجزية مؤلفه هاي اصلي
1) مقدار / است. نتايج اجراي روش تجزية مؤلفة اول اصلي نشان مي دهد تنها عامل اول ( 422
ويژة بزرگ تر از 1 دارد؛ از اين رو بقية عامل ها از تحليل خارج شده و تمام متغيرها در عامل اول
تجميع مي شوند. نتيجة بارهاي عاملي هر يك از متغيرها بر مبناي مؤلف ة اول اصلي به صورت
يك تركيب خطي از شاخص تمايلات سرماي هگذاران به شرح رابطة 1 ارائه شده است.
کیفیت اطلاعات حسابداري
در ادامه براي مقايسة روند تمايلات سرمايه گذاران و تغييرات قيمت سهام، نمودار روند سالانة
شاخص تمايلات سرمايه گذاران و شاخص كل بورس اوراق بهادار تهران طي سال هاي 87 تا 94
به ترتيب در شكل هاي 1و 2 ارائه شده است. نتايج ارائه شده در شكل 1 نشان مي دهد طي
93 و 94 ، شاخص تمايلات سرمايه گذاران كمتر از صفر است ؛ به اين معنا كه ، سال هاي 87
سرمايه گذاران طي اين دوره ها عموماً بدبين بود ه اند كه با روند سقوط شاخص كل بورس طي اين
دوره ها (شكل 2) نيز كمابيش سازگار است. مقايسة نمودار شاخص تمايلات سرمايه گذاران و
شاخص كل بورس اوراق بهادار تهران طي سال هاي 87 تا 94 نشان مي دهد تغييرات قيمت
31
تمايلات
هران تنها
ز وابسته
لاعاتي و
قبلاً بيان
ال مالي
ت.
کیفیت اطلاعات حسابداري
ه نشان مي دهد
هام در بورس ته
مايه گذاران نيز
ي 87 تا 94
هاي 87 تا 94
دم اطمينان اطلا
ه گذاران با آنچه
از داده هاي س
پرهيز شده است
ست. اين نتيجه
ييرات قيمت سه
احساسي سرم
ران طي سال هاي
تهران طي سال ه
حسابداري ، عد
تمايلات سرمايه
ر، در مدل 3
ن در اين بخش
بهار 1397
گذاران همسو اس
مهمي دارد و تغيي
كه به رفتارهاي
يلات سرمايه گذار
س اوراق بهادار ت
ت اطلاعات ح
گيري شاخص ت
حاسبة اين متغي
يل از توضيح آن
، رة 25 ، شمارة 1
تمايلات سرمايه
فتار بازار نقش م
متكي نيست، بلك
ودار شاخص تمايلا
شاخص كل بورس
پژوهش، كيفي
ست. نحوة اندازه گ
وت كه براي مح
ت؛ به همين دلي
ی، دور ?? سا ? داری و ?
ورس تهران با تم
ران در تعيين رف
ي ذاتي سهام م
شكل 1. نمو
شكل 2. نمودار
تقل
مستقل در اين پ
سرمايه گذاران است
است با اين تفاو
ستفاده شده است
دسا ? ی ? ی ? ر?
سهام در بو
سرمايه گذار
به ارزش ها
است.
متغير مست
متغيرهاي م
تمايلات س
شد، مشابه
1386 نيز ا
32 بررسي تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان ….
( براي اندازه گيري كيفيت اطلاعات حسابداري، همانند پژوهش فرانسيس و همكاران ( 2005
و كرونل و همكاران ( 2017 )، از معيار قدر مطلق خطاي اندازه گيري اقلام تعهدي استفاده شده
است. اين معيار از قدر مطلق پسماندهاي برآورد ي م دل دچو و د يچو ( 2002 ) كه توسط
مك نيكولاس ( 2002 ) تعديل شده، استخراج مي شود. قدر مطلق خطاي اندازه گيري اقلام تعهدي
مبتني بر اين مدل، ميزان انطباق اقلام تعهدي را با جري ان هاي نقدي گذشته، حال و آينده
( منعكس مي كند و با مبناي حسابداري تعهدي سازگاري بيشتري دارد. مدل دچو و ديچو ( 2002
به شرح رابطة 2 است.
کیفیت اطلاعات حسابداري?
کیفیت اطلاعات حسابداري
+ ??,?
( معرف اقلام تعهدي جاري است كه بر مبناي مدل دچو و ديچو ( 2002 TACC ، در رابطة 2
PPE ؛ تغييرات فروش ΔSales ؛ نشان دهندة جريان نقدي عملياتي CFO . اندازه گيري مي شود
پسماندهاي برآوردشدة مدل است. همة متغيرها با تقسيم بر كل ε دارايي هاي ثابت مشهود و
همگن شده اند. معيار به دست آمده از رابطة 2، قدر مطلق پسماندهاي t- دارايي ها در سال 1
برآورد شدة مدل است كه به عنوان معيار كيفيت اطلاعات حسابداري به شرح رابطة 3 اندازه گيري
مي شود.
کیفیت اطلاعات حسابداري
براي اندازه گيري شاخص عدم اطمينان اطلاعاتي ، همانند پژوهش حجازي ، قيطاسي و
كريمي ( 1390 ) و مرفوع و عدل زاده ( 1393 )، بر مبناي روش تحليل عاملي از يك شاخص
تركيبي استفاده شده كه سه متغير نوسان هاي نرخ بازده سهام، نوسان هاي سود هر سهم و خطاي
پيش بيني سود هر سهم را دربرمي گيرد. نحوة محاسبة اين سه متغير به شرح زير است.
اين معيار مستقيماً عدم اطمينان به ارزش گذاري سهام :(IVOL) نوسان هاي نرخ بازده سهام
را اندازهگيري ميكند و نحوة محاسبة آن به شرح رابطة 4 است.
کیفیت اطلاعات حسابداري
ميانگين بازده ماهانة سهام است. R بازده سهام و r ، در رابطة 4
ی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397 33 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?
سرمايهگذاران با اطمينان بيشتري در سهام شركت هايي :(VOL) نوسان هاي سود هر سهم
سرمايهگذاري ميكنند كه روند سود آنها با ثباتتر است (ابراهيمي و ذاكري، 1388 )؛ از اين رو ،
نوسان كم و پايداري سود به عنوان شاخص ريسك اطلاعات حسابداري شناخته ميشوند و نحو ة
محاسبة آن به شرح رابطة 5 است.
کیفیت اطلاعات حسابداري
ميانگين سود μ سود هر سهم پيش بيني شده و تعديلات صورت گرفته و eps ، در رابطة 5
هر سهم پيش بيني شده و تعديلات صورت گرفته (از بابت افزايش سرمايه) طي سال است.
اين معيار مستقيماً عدم اطمينان به ميزان دقت :(EF) خطاي پيش بيني شدة سود هر سهم
در اطلاعات سود ارائه شده را اندازهگيري ميكند و نحوة محاسبه آن به شرح رابطة 6 است.
رابطة 6) = خطاي پيش بيني سود هر سهم
سود تحقق يافتة هر سهم| – |سود پيش بيني شدة اولية هر سهم
سود پيش بيني شدة اولية هر سهم
و كرويت بارتلت KMO در ادامه، بر مبناي روش تحليل عاملي، ابتدا با استفاده از آزمو نهاي
به بررسي مناسب بودن متغيرها پرداخته شده است كه نتايج آن در جدول 3 مشاهده م ي شود .
0 به دست آمده و داده ها / 0/757 ) بيشتر از 50 ) KMO نتايج جدول 3 نشان مي دهد مقدار آمارة
0/ براي انجام تحليل عاملي مناسب اند. نتايج آزمون كرويت بارتلت نيز در سطح معنادا ري 05
معنادار است و نشان مي دهد بين متغيرها همبستگي معناداري وجود دارد. بر اين اساس، نمون ة
بررسي شده از كفايت لازم برخوردار بوده و متغيرهاي مناسبي براي انجام تحليل عاملي انتخاب
شده است.کیفیت اطلاعات حسابداري
و كرويت بارتلت KMO جدول 3. نتايج آزمون
0/757 KMO آمارة
52/ آمارة كرويت بارتلت 836
0/ سطح معناداري 000
گام دوم در روش تحليل عاملي، استخراج عامل ها و معيار تعيين آنها به روش تجزية
مؤلفه هاي اصلي است. نتايج اجراي روش تجزية مؤلفه اول اصلي در جدول 4 درج شده است و
34 بررسي تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان ….
1) داراي مقدار ويژة بزرگ تر 1 است؛ از اين رو عامل هاي / نشان مي دهد تنها عامل اول ( 286
دوم و سوم از تحليل خارج شده و هر سه متغير عدم اطمينان اطلاعاتي در عامل اول تجميع
مي شوند. عامل اول 42 درصد از واريانس تبيين شده را بيان م يكند.
جدول 4. مقادير ويژه و درصد واريانس تبيين شدة عامل ها
عامل
مقادير ويژة اوليه مقادير ويژة عوامل استخراج شده
مقادير ويژه
درصد واريانس
تبيين شده
درصد تجمعي مقادير ويژه
درصد واريانس
تبيين شده
درصد تجمعي
42/882 42/882 1/286 42/882 42/882 1/286 1
73/413 30/530 0/916 2
1/000 26/587 0/798 3
در نهايت، نتيجة بارهاي عاملي هر يك از متغيرها بر مبناي مؤلفة اول اصلي به صورت يك
تركيب خطي از شاخص عدم اطمينان اطلاعاتي به شرح رابطة 7 ارائه مي شود.
کیفیت اطلاعات حسابداري
متغير تعديل گر
متغيرهاي تعديل گر در اين پژوهش، دو متغير كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان
اطلاعاتي است. نحوة اندازه گيري اين دو متغير در بخش متغيرهاي مستقل بيان شده است. براي
بررسي اثر تعديل كنندگي اين دو متغير بر رابطة بين تمايلات سرمايه گذاران و قيمت سهام ، از
روش زيرگروه استفاده شده است. چگونگي تقسيم زيرگروه ها، روش شناخت متغير تعديل گر و
آزمون هاي آماري اين روش، در بخش يافته هاي پژوهش به طور كامل توضيح داده شده است.
متغير توضيحي
اين متغير به منظور بررسي تأثير احساسات نامتقارن سرمايه گذاران و دوره هايي ،SEN × High
High و SEN كه سرمايه گذاران خوش بين ترند، در مدل ها گنجانده شده است و از حاصل ضرب
متغيري مجازي است High شاخص تمايلات سرمايه گذاران و SEN تشكيل مي شود كه در آن
و براي محاسبة آن، اگر مقدار شاخص تمايلات سرمايه گذاران در ابتداي سال جاري بيشتر از
مقدار ميانه باشد 1 و در غير اين صورت صفر در نظر گرفته م يشود.
ی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397 35 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?
متغير كنترلي
يكي از متغيرهاي مؤثر بر قيمت گذاري مقطعي سهام است . اگر سهام ،(SIZE) اندازة شركت
شركت به صورت منطقي قيمت گذاري شود، تفاوت در متوسط بازده با تفاوت در ريسك شركت ها
مرتبط مي شود؛ بنابراين اندازة شركت متغيري براي تعيين حساسيت عوامل ريسك به بازده است
(بهرام فر و شمس عالم، 1383 ). اندازة شركت از طريق لگاريتم طبيعي فروش به دست مي آيد .
استفاده از معيار فروش به جاي معيار كل دارايي ها، به دليل استفادة شركت ها از سيستم حسابداري
مبتني بر بهاي تاريخي است. همچنين استفاده از معيار فروش به جاي معيارهاي ارزش بازار ،
به دليل كارايي ضعيف و گردش معاملاتي كم در بورس اوراق بهادار تهران است (ستايش ،
کیفیت اطلاعات حسابداري
يكي از متغيرهاي مرتبط با سنجش عملكرد مديران شركت براي (ROA) نرخ بازده دارايي ها
كسب بازده با توجه به منابع موجود است؛ از اين رو مي تواند بخش مهمي از رفتارهاي احساسي
سرمايه گذاران را توجيه كند. نرخ بازده دارايي ها از تقسيم سود خالص به كل داراييها اندازه گيري
مي شود.کیفیت اطلاعات حسابداري
يكي از مقياس هاي نسبت اهرمي است. اين نسبت ب هطور بالقوه از قابليت (LEV) اهرم مالي
تفسير بالايي براي پيش بيني تغييرات غيرعادي در قيمت سهام برخوردار است (بهرام فر و شمس
عالم، 1383 )؛ از اين رو سرمايه گذاران از اين نسبت براي تفسير وضعيت آتي شركت استفاده
مي كنند. اين نسبت از تقسيم كل بدهيها به كل داراييها محاسبه مي شود.
يكي از متغيرهاي بنيادين مؤثر بر وضعيت آتي سودآوري شركت ها و (GA) رشد دارايي ها
بازده ميزان سرمايه گذاري شركت ها در دارايي هاي ثابت است كه مي تواند زمينه ساز دستيابي به
بازده مطلوب در آينده شود (خواجوي، بهپور و ممتازيان، 1393 ). براي محاسبة رشد دارايي ها،
مجموع داراييهاي اول دوره از مجموع داراييها در پايان دوره كسر شده، سپس باقي مانده بر
مجموع داراييهاي اول دوره تقسيم شده است.
يافته هاي پژوهش
آماره هاي توصيفي
به منظور تجزيه و تحليل اولية داده ها، آماره هاي توصيفي متغيرهاي پژوهش در جدول 5 ارائه
0 است كه در / شده است. بر اساس اين نتايج، ميانگين كيفيت اطلاعات حسابداري برابر با 084
0) اندكي / مقايسه با مقداري كه دينج، لي و ليائو ( 2016 ) در بورس چين به دست آورده اند ( 09
كمتر است؛ اما در مقايسه با مقداري كه تانگ و ميائو ( 2011 ) در بورس آمريكا محاسبه كرده اند
36 بررسي تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان ….کیفیت اطلاعات حسابداري
0/05 ) بزرگ تر است. اين نتيجه نشان مي دهد كيفيت اطلاعات حسابداري اندازه گيري شده از )
طريق مقادير اقلام تعهدي براي شركت هاي ايراني، بسيار پايين تر از شركت هاي آمريكايي و
0 است كه نشان م ي دهد / بيشتر از شركت هاي چيني است. ميانگين نرخ بازده دارايي ها 131
شركت هاي انتخاب شده براي پژوهش، به ازاي هر ريال سرمايه گذاري در دارايي ها 13 درصد
بازدهي داشته اند و وضعيت سودآوري شركت هاي پذيرفته شده در بورس چندان ايده آل نيست .
ميانگين اهرم مالي بيان كنندة اين است كه ب هطور متوسط 62 درصد از داراي ي شركت هاي مورد
0 نشان / بررسي از محل بدهي ها تأمين مالي شده اند. ميانگين نرخ رشد دارايي ها با مقدار 185
مي دهد شركت هاي نمونه طي دورة پژوهش 18 درصد رشد داشته اند. مقايسة نتايج بين دو متغير
نرخ رشد دارايي ها و نرخ بازده دارايي ها نشان مي دهد با وجود تورم در كشور، شركت ها به دلايلي
مانند رقابت شديد، كشش ناپذيري قيمت ها يا كاهش تقاضا، قادر به افزايش فروش محصولات
خود متناسب با افزايش ارزش داراي يها و دستيابي به نرخ بازدهي بالا تر نبوده اند.
جدول 5. آماره هاي توصيفي
متغير ميانگين ميانه انحراف معيار بيشترين كمترين
500 33640 2502 3747 قيمت سهام* 6631
-1/403 1/296 0/094 0/265 0/ تمايلات سرمايه گذاران 238
0/002 0/262 0/104 0/090 0/ كيفيت اطلاعات 084
0/083 0/398 0/063 0/184 0/ عدم اطمينان اطلاعاتي 199
4/512 8/031 0/681 5/663 6/ اندازة شركت 254
-0/160 0/621 0/129 0/106 0/ نرخ بازده دارايي ها 131
0/096 1/053 0/201 0/619 0/ اهرم مالي 622
-0/279 1/114 0/214 0/157 0/ رشد دارايي ها 185
* ذكر اين نكته ضروري است كه متغير قيمت سهام براي محاسبه در مدل هاي پژوهش با تقسيم بر تعداد سهام منتشر
شده در پايان سال همگن مي شود.کیفیت اطلاعات حسابداري
برآورد مدل به روش داده هاي تركيبي و بررسي مفروضات رگرسيون
در اين پژوهش، فرضيه ها به كمك الگوي رگرسيون چندمتغيرة مبتني بر داده هاي تركيبي آزمون
ليمر براي تعيين نوع روش تخمين (روش داده هاي تلفيقي يا F شده اند؛ به همين دليل از آزمون
روش داده هاي پانل) و از آزمون هاسمن براي تعيين نوع الگو (اثرهاي تصادفي يا ثابت) استفاده
شده است. نتايج اين دو آزمون كه در جدول 6 درج شده است، نشان مي دهد براي تمام الگوهاي
ی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397 37 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?
0 است؛ از اين رو مدل پانل با / ليمر و هاسمن كمتر از 05 F پژوهش، سطح معناداري آزمو نهاي
اثرهاي ثابت براي آنها انتخاب مي شود.
ليمر و هاسمن F جدول 6. نتايج آزمون
ليمر آزمون هاسمن F آزمون
شمارة مدل
نوع الگو
مقدار
احتمال
آمارة
كاي دو
مقدار مدل
احتمال F آمارة
0 اثرهاي ثابت /004 28/ 0 پانل 706 /000 0/847 مدل 1
0 اثرهاي ثابت /000 29/ 0 پانل 720 /000 1/104 مدل 2
0 اثرهاي ثابت /000 30/ 0/000 پانل 215 0/721 مدل 3
(براي شرك تها با كيفيت اطلاعات پايين)
0 اثرهاي ثابت /000 27/ 0/000 پانل 101 0/897 مدل 3
(براي شرك تها با كيفيت اطلاعات بالا)
0 اثرهاي ثابت /000 29/ 0/000 پانل 569 0/815 مدل 3
(براي شرك تها با عدم اطمينان اطلاعاتي بالا)
0 اثرهاي ثابت /000 27/ 0/000 پانل 138 0/879 مدل 3
(براي شركت ها با عدم اطمينان اطلاعاتيپايين)
جدول 7. نتايج آزمون بررسي مفروضات رگرسيون
مدل
آزمون خود همبستگي آزمون ناهمساني
4- مقدار بحراني du du dl D.W
(du,4-du)کیفیت اطلاعات حسابداري
آمارة كاي دو مقدار احتمال
0/001 143/770 (1/816 ، 2/184) 2/184 1/816 1/787 2/012 (1)
0/602 32/550 (1/816 ، 2/184) 2/184 1/816 1/787 2/209 (2)
0/361 89/180 (1/820 ، 2/180) 2/180 1/820 1/783 2/193 (1 ، 3)
0/568 54/690 (1/820 ، 2/180) 2/180 1/820 1/783 2/138 (2 ، 3)
0/000 190/240 (1/820 ، 2/180) 2/180 1/820 1/783 2/052 (3 ، 3)
0/474 76/900 (1/820 ، 2/180) 2/180 1/820 1/783 2/179 (4 ، 3)
نتايج بررسي مفروضات رگرسيون در جدول 7 ارائه شده است. در بررسي فرض ناهمساني
واريانس، از آزمون والد تعديل شده استفاده شده است. نتايج آزمون والد تعديل شده نشان مي دهد
مقادير آمارة كاي دو مدل هاي 1 و 3 براي شركت هاي با عدم اطمينان اطلاعاتي بالا، داراي
0 است؛ به همين دليل اين دو مدل پژوهش داراي مشكل ناهمساني / سطح معناداري كمتر از 05
38 بررسي تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان ….کیفیت اطلاعات حسابداري
واريانس هستند. براي رفع مشكل ناهمساني واريانس در الگوها، از ضريب تصحيح وايت استفاده
شده است. در بررسي فرض صفر بودن كوواريانس بين اجز اي خطا در طول زمان يا همان
تشخيص خودهمبستگي، آزمون دوربين واتسون اجرا شده است. نتايج آزمون دوربين واتسون
0 نشان مي دهد تنها مقادير آمارة دوربين واتسون مدل هاي 2 و / (جدول 7) در سطح معناداري 01
3 براي شركت هاي با كيفيت اطلاعات حسابداري پايين، بين مقادير بحراني قرار ندارن د و داراي
مشكل خودهمبستگي هستند. براي رفع مشكل خودهمبستگي، پارامترهاي مدل در حضور
خودهمبستگي مرتبة اول برآورد شده است.
نتايج آزمون فرضي هها
هدف از آزمون فرضية اول پژوهش، بررسي تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري بر تمايلات
سرمايه گذاران است. نتايج آزمون فرضية اول در جدول 8 مشاهده م يشود. در بررسي معناداري
0 كوچك تر است كه با اطمينان / در سطح معناداري از 05 F مدل اول پژوهش، احتمال آمارة
0 به دست آمده / 95 درصد معنا دار بودن مدل تأييد مي شود. مقدار ضريب تعيين تعديل شده 170
كه از مقدار ضريب تعييني كه كرونل و همكارانش ( 2017 ) در بورس نيويورك به دست آورده اند
0/09 ) بزرگ تر است و نشان مي دهد متغيرهاي مستقل و كنترلي مدل حدود 17 درصد از )
تغييرات متغير وابسته را تبيين مي كنند.
در بررسي معناداري ضرايب، نتايج نشان مي دهد بين متغير قدر مطلق خطاهاي برآورد شدة
0 وجود دارد كه با / اقلام تعهدي و تمايلات سرمايه گذاران، رابطة معناداري در سطح معناداري 05
توجه به مثبت بودن مقدار ضريب، جهت اين رابطه نيز مستقيم است. مثبت و معنادار بودن مقدار
0) به عنوان معيار ي براي / ضريب متغير قدر مطلق پسماندهاي برآوردشدة اقلام تعهدي ( 199
اندازه گيري كيفيت اطلاعات حسابداري، به اين معناست كه هر اندازه شركت ها داراي اقلام
تعهدي غيرعادي بيشتري باشند، از كيفيت اقلام تعهدي و اطلاعات حسابداري پايين تري
برخوردارند و رفتارهاي احساسي سرمايه گذاران بيشتر است ؛ از اين رو ، بين كيفيت اطلاعات
حسابداري و تمايلات سرمايه گذاران رابطة معكوس و معناداري وجود دارد. اين نتيجه مبتني بر
تأييد فرضية اول پژوهش است.
نتايج بررسي رابطة بين متغيرهاي كنترلي و وابسته نشان مي دهد بين دو متغير كنترلي نرخ
بازده دارايي ها و نرخ رشد دارايي ها با تمايلات سرمايه گذاران، رابطة منفي و معناداري وجود دارد
و بين متغير كنترلي اهرم مالي با تمايلات سرمايه گذاران رابطة مثبت و معناداري برقرار است؛ اما
بين متغير اندازة شركت و تمايلات سرمايه گذاران رابطة معناداري مشاهده نمي شود.
ی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397 39 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?
جدول 8. نتايج آزمون فرضية اول پژوهش و برازش مدل 1
مقدار احتمال t متغير ضريب انحراف معيار آمارة
0/009 2/618 0/076 0/199 AQ
0/120 -1/557 0/270 -0/421 SIZE
0/000 -4/519 0/185 -0/836 ROA
0/030 2/182 0/065 0/142 LEV
0/005 -2/785 0/129 -0/359 GR
0/000 -6/505 0/173 -1/126 β0
مقدار احتمال F آماره ضريب تعيين تعديل شده ضريب تعيين آمارة
0/000 24/029 0/178 0/ مقدار آماره 170
جدول 9. نتايج آزمون فرضية دوم پژوهش و برازش مدل 2
مقدار احتمال t متغير ضريب انحراف معيار آمارة
0/000 5/440 0/023 0/127 F
0/143 -1/460 0/042 -0/062 SIZE
0/013 -2/480 0/013 -0/032 ROA
0/000 4/450 0/114 0/508 LEV
0/000 -6/290 0/016 -0/098 GRO
0/001 3/240 0/295 0/958 β0
مقدار احتمال F آماره ضريب تعيين تعديلشده ضريب تعيين آمارة
0/000 17/894 0/139 0/ مقدار آماره 133
هدف از آزمون فرضية دوم پژوهش، بررسي تأثير عدم اطمينان اطلاعاتي بر تمايلات
سرمايه گذاران است كه نتايج آن در جدول 9 مشاهده مي شود . در بررسي معناداري مدل دوم
0 كوچك تر است كه با اطمينان 95 درصد / در سطح معناداري از 05 F پژوهش احتمال آمارة
0) نشان مي دهد / معنا دار بودن مدل تأييد مي شود. مقدار ضريب تعيين تعديل شده ( 133
متغيرهاي مستقل و كنترلي مدل حدود 13 درصد از تغييرات متغير وابسته را تبيين مي كنند. نتايج
آزمون فرضية دوم پژوهش نشان مي دهد بين عدم اطمينان اطلاعاتي و تمايلات سرمايه گذاران
0 وجود دارد. مثبت و معنادار بودن مقدار ضريب / رابطة مثبت و معنادار در سطح معناداري 05
0) به اين معناست كه افزايش عدم اطمينان اطلاعاتي ، / متغير عدم اطمينان اطلاعاتي ( 127
40 بررسي تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان ….
تمايلات سرمايه گذاران را افزايش م يدهد؛ به بيان ديگر، رفتارهاي احساسي سرمايه گذاران با
افزايش عدم اطمينان اطلاعاتي بيشتر مي شود؛ بنابراين فرضية دوم پژوهش تأييد مي شود. نتايج
مربوط به بررسي رابطة متغيرهاي كنترلي نشان مي دهد، بين متغيرهاي كنترلي نرخ بازده
دارايي ها و نرخ رشد دارايي ها با تمايلات سرمايه گذاران رابطة منفي و معناداري وجود دارد و بين
متغير كنترلي اهرم مالي با تمايلات سرمايه گذاران رابطة مثبت و معناداري برقرار است؛ اما بين
متغير اندازة شركت و تمايلات سرمايه گذاران رابطة معناداري مشاهده نمي شود.
هدف از آزمون فرضية سوم پژوهش، بررسي اثر تعدي لكنندگي كيفيت اطلاعات حسابداري بر
رابطة بين تمايلات سرمايه گذاران و قيمت سهام است كه بدين منظور از روش زيرگروه استفاده
شده است. مهم ترين مرحله در روش زيرگروه، شناسايي وجود يا عدم وجود متغير تعديل گر است
كه بدين منظور در گام اول، به انجام رگرسيون در هر زيرگروه اقدام مي شود . دسته بندي
زيرگروه ها با توجه به نوع متغير تعديل گر، بر اساس ميان ه يا ميانگين متغير تعديل گر انجام
مي شود (عزيزي، 1392 ). در اين پژوهش براي دسته بندي زيرگروه ها و انجام رگرسيون،
شركت ها بر اساس ميانة متغير تعديل گر كيفيت اطلاعات حسابداري به دو زيرگروه دسته بندي
شدند؛ سپس مدل 3 براي هر يك از زيرگروه ها برآورد شد. براي اين منظور، اگر معيار كيفيت
بيشتر (كمتر) از ميانه باشد، شركت با كيفيت اطلاعات t در سال i اطلاعات حسابداري شركت
حسابداري پايين (بالا) است. پس از انجام رگرسيون، در گام دوم با توجه ماهيت متغيرها، بايد
آزمون مناسب انتخاب شده و به شناسايي وجود يا عدم وجود متغير تعديل گر اقدام شود (عزيزي،
استفاده شده است . در R 1392 ). در اين پژوهش با توجه ماهيت متغيرها از آزمون تغييرات 2
نهايت، در صورت وجود متغير تعديل گر، كيفيت اطلاعات حسابداري با مقايس ة ضريب متغير
مستقل تمايلات سرمايه گذاران در هر زيرگروه براي متغير تعديل گر و تأثير آن بر قيمت سهام
بررسي مي شود. نتايج اين آزمون ها در جدول هاي 10 و 11 ارائه شده است.
در بررسي معناداري مدل 3 براي هر زيرگروه (شركت هاي با كيفيت اطلاعات حسابداري
F پايين و بالا)، با توجه به نتايج ارائه شده در جدول 10 مشاهده م يشود كه مقدار احتمال آمار ة
0 كوچك تر است كه با اطمينان 95 درصد معن ادار / براي هر زيرگروه در سطح معناداري از 05
0/ بودن هر دو الگو تأييد مي شود. مقدار ضريب تعيين تعديل شده براي هر دو الگو به ترتيب 128
0 به دست آمده كه از مقدار ضريب تعييني كه كرونل و همكارا نش ( 2017 ) در بورس / و 147
0) پايين تر است. نتايج آماره هاي فوق نشان / 0 و 15 / نيويورك گزارش كرده اند (به ترتيب 18
مي توان به بررسي وجود يا عدم وجود متغير تعديل گر R مي دهد كه با استفاده از آزمون تغييرات 2
كه در جدول 11 درج R كيفيت اطلاعات حسابداري اقدام كرد. بر اساس نتايج آزمون تغييرات 2
کیفیت اطلاعات حسابداري
0 معنادار است. اين نتيجه نشان مي دهد كه متغير / در سطح معناداري 05 F شده، مقدار آمارة
كيفيت اطلاعات حسابداري متغير تعديل گري است و مي توان با توجه به نتايج رگرسيون، جهت و
تأثير آن را بر رابطة بين تمايلات سرمايه گذاران و قيمت سهام بررسي كرد.کیفیت اطلاعات حسابداري
جدول 10 . اثر تعديل كنندگي كيفيت اطلاعات حسابداري
متغير
شركتهاي با كيفيت اطلاعات
(N = حسابداري پايين ( 242
شركت هاي با كيفيت اطلاعات
(N = حسابداري بالا ( 318
مقدار احتمال t مقدار احتمال ضريب آمارة t ضريب آمارة
0/000 3/892 0/101 0/004 2/880 0/281 SEN
0/000 -4/601 -0/260 0/001 -3/170 -0/302 SEN × High
0/089 -1/700 -0/152 0/197 -1/290 -0/193 SIZE
0/000 -3/362 -0/129 0/000 -4/130 -0/548 ROA
0/323 0/989 0/435 0/163 1/400 0/539 LEV
0/472 -0/781 -0/197 0/000 -4/210 -0/658 GRO
0/000 -6/489 -1/044 0/001 -3/120 -0/027 β0
مقدار احتمال F مقدار احتمال ضريب تعيين آمارة F آماره ضريب تعيين آمارة
0/000 8/946 0/147 0/000 5/751 0/ مقدار آماره 128
R جدول 11 . نتايج آزمون تغييرات 2
مقدار احتمال Z آمارة
0/000 2/016
در تفسير نتايج اثر تعديل كنندگي كيفيت اطلاعات حسابداري بر رابط ة بين تمايلات
سرمايه گذاران و قيمت سهام، نتايج رگرسيون در جدول 10 نشان مي دهد ضريب متغير تمايلات
0 و براي / سرمايه گذاران براي شركت هاي با كيفيت اطلاعات حسابداري پايين با مقدار 281
0 معنادار است؛ اما مقدار ضريب / شركت هاي با كيفيت اطلاعات حسابداري بالا با مقدار 101
متغير تمايلات سرمايه گذاران براي شركت هاي با كيفيت اطلاعات حسابداري پايين در مقايسه با
شركت هاي با كيفيت اطلاعات حسابداري بالا، بيشتر است. اين نتيجه نشان مي دهد هنگامي كه
كيفيت اطلاعات حسابداري پايين تر است، رابطة بين تمايلات سرمايه گذاران و قيمت بازار سهام
قوي تر مي شود. به بياني ديگر، افزايش كيفيت اطلاعات حسابداري، شدت رفتارهاي احساسي
42 بررسي تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان ….
سرمايه گذاران در قيمت گذاري سهام را كاهش مي دهد. همچنين نتايج پژوهش در ارتباط با
نشان مي دهد، مقدار ضريب متغير اثرهاي متقابل SEN × High ضريب متغير توضيحي
تمايلات سرمايه گذاران و دورة خوش بيني سرمايه گذاران براي شركت هاي با كيفيت اطلاعات
0- و براي شركت هاي با كيفيت اطلاعات حسابداري بالا با مقدار / حسابداري پايين با مقدار 302
260 /- معنادار است. اين نتيجه نشان مي دهد رفتارهاي احساسي سرمايه گذاران در دوران
احساسات خوش بينانه، هنگامي كه كيفيت اطلاعات حسابداري پايين تر است، تأثير معكوس
قوي تري بر قيمت سهام مي گذارد. به بياني ديگر، در دوره هايي كه سرمايه گذاران خوش بين
هستند، تمايل دارند پيش بيني هاي خوش بينانه تري براي قيمت سهام شركت ه اي با كيفيت
اطلاعات حسابداري پايين تر داشته باشند. با توجه به آنچه بيان شد، نتايج حاكي از تأييد فرضي ة
سوم پژوهش است.کیفیت اطلاعات حسابداري
در اين بخش با استفاده از روش زيرگروه به بررسي آزمون فرضي ة چهارم پژوهش، يعني
بررسي اثر تعديل كنندگي عدم اطمينان اطلاعاتي بر رابطة بين تمايلات سرمايه گذاران و قيمت
سهام پرداخته شده است؛ از اين رو، ابتدا شركت ها بر اساس ميانة متغير تعديل گر عدم اطمينان
اطلاعاتي به دو زيرگروه دسته بندي شدند و مدل 3 براي هر زيرگروه برآورد شد . بدين منظور،
كمتر (بيشتر) از ميانه باشد، شركت با عدم t در سال i اگر معيار عدم اطمينان اطلاعاتي شركت
به شناسايي وجود يا R اطمينان اطلاعاتي پايين (بالا) است؛ سپس با استفاده از آزمون تغييرات 2
عدم وجود متغير تعديل گر اقدام مي شود كه در صورت وجود متغير تعديل گر عدم اطمينان
اطلاعاتي، اثر و جهت آن با مقايسه ضريب متغير مستقل تمايلات سرمايه گذاران در هر زيرگروه
بررسي مي شود. نتيجة آزمون هاي فوق در جدول هاي 12 و 13 ارائه شده است.
در بررسي معناداري مدل 3 براي هر زيرگروه با توجه به نتايج مندرج در جدول 12 ، احتمال
0 كوچك تر است كه با اطمينان 95 درصد / براي هر زيرگروه در سطح معناداري از 05 F آمارة
معنادار بودن هر دو الگو تأييد مي شود. مقدار ضريب تعيين تعديل شده براي هر زيرگروه (به ترتيب
0) در مقايسه با مقدار ضرايب تعييني كه ژو و نيو ( 2016 ) در بورس چين به دست / 0/117 و 082
0) پايين تر و در مقايسه با مقادير ي كه نيكبخت ، حسين پور و / 0 و 49 / آورده اند (به ترتيب 36
0) بيشتر است، با اين تفاوت كه / 0 و 01 / اسلامي مفيدآبادي ( 1395 ) گزارش كردند (به ترتيب 07
در اين دو پژوهش معيار عدم اطمينان اطلاعاتي تنها نوسان هاي سود هر سهم است. اين نتايج
مي توان به بررسي وجود يا عدم وجود متغير R نشان مي دهد با استفاده از آزمون تغييرات 2
در سطح F در جدول 13 نشان مي دهد مقدار آمارة R تعديل گر اقدام كرد. نتايج آزمون تغييرات 2
0 معنادار است. نتيجة به دست آمده به اين معناست كه متغير عدم اطمينان / معناداري 05
اطلاعاتي، متغير تعديل گري است و م يتوان به تفسير نتايج رگرسيوني پرداخت.کیفیت اطلاعات حسابداري
ی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397 43 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?
جدول 12 . اثر تعديل كنندگي عدم اطمينان اطلاعاتي
شركتهاي با عدم اطمينان اطلاعاتي
(N = بالا ( 254
شركت هاي با عدم اطمينان اطلاعاتي
(N = پايين ( 306
مقدار احتمال t مقدار احتمال ضريب آمارة t متغير ضريب آمارة
0/008 2/650 0/116 0/002 3/042 0/176 SEN
0/014 -2/449 -0/374 0/007 -2/672 -0/599 SEN × High
0/024 -2/260 -0/173 0/044 -2/012 -0/422 SIZE
0/011 -2/554 -0/836 0/081 1/750 0/471 ROA
0/279 1/083 0/233 0/157 1/416 0/882 LEV
0/000 -4/144 -0/090 0/000 -3/974 -0/011 GRO
0/000 -5/713 -1/511 0/051 -1/951 -0/392 β0
مقداراحتمال F مقدار احتمال ضريب تعيين آمارة F آماره ضريب تعيين آمارة
0/000 4/481 0/082 0/000 5/425 0/ مقدار آماره 117
R جدول 13 . نتايج آزمون تغييرات 2
مقدار احتمال Z آمارة
0/000 2/082
در تفسير نتايج اثر تعديل كنندگي عدم اطمينان اطلاعاتي بر رابطة بين تمايلات
سرمايه گذاران و قيمت سهام، همان گونه كه نتايج مندرج در جدول 12 نشان مي دهد ، ضر ايب
0) و / متغير تمايلات سرمايه گذاران براي شركت ه اي با عدم اطمينان اطلاعاتي بالا ( 176
0) معنادار است؛ اما همان طور كه مشاهده / شركت هاي با عدم اطمينان اطلاعاتي پايين ( 116
مي شود، مقدار ضريب متغير تمايلات سرمايه گذاران براي شركت هاي با عدم اطمينان اطلاعاتي
بيشتر در مقايسه با شرك تها با عدم اطمينان اطلاعاتي كمتر، بزرگ تر است . اين نتيجه نشان
مي دهد هنگامي كه عدم اطمينان اطلاعاتي بيشتر است، رابطة بين تمايلات سرمايه گذاران و
قيمت بازار سهام قوي تر مي شود. به بيان ديگر، هنگامي كه عدم اطمينان اطلاعاتي بيشتر باشد،
تمايلات سرمايه گذاران تأثير مستقيم قوي تري بر قيمت سهام م يگذارد. همچنين نتايج مربوط به
نشان مي دهد مقدار ضريب متغير اثرهاي تعاملي تمايلات SEN × High ضريب متغير توضيحي
سرمايه گذاران و دورة خوش بيني سرمايه گذاران براي شركت هاي با عدم اطمينان اطلاعاتي بالا
44 بررسي تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان ….
0-) معنادار است . اين نتيجه / -0/559 ) و شركت هاي با عدم اطمينان اطلاعاتي پايين ( 374 )
اين پژوهش به بررسي تأثير كيفيت اطلاعات حسابداري و عدم اطمينان اطلاعاتي بر تمايلات
سرمايه گذاران پرداخت؛ از اين رو با بررسي ادبيات، كيفيت اطلاعات حسابداري به كمك متغير
تمايلات سرمايه گذاران، رابطة معكوس و معناداري وجود دارد. اين يافته گوياي اين است كه
هرچه كيفيت اطلاعات حسابداري پايين تر باشد، رفتارهاي احساسي سرمايه گذاران بيشتر مي شود.
نتايج آزمون فرضية اول، مشابه با نتايج پژوهش كرونل و همكارانش ( 2017 ) است.
نتايج پژوهش در ارتباط با فرضي ة دوم حاكي از آن بود كه هر چه سطح عدم اطمينان
اطلاعاتي پايين تر باشد، رفتارهاي احساسي نيز ميان سرمايه گذاران واحد تجاري كاهش مي يابد .
به بياني ديگر، افزايش شفافيت اطلاعاتي، قابليت اعتماد به اطلاعات حسابداري را افزايش
مي دهد و موجب مي شود رفتارهاي احساسي ميان سرمايه گذاران كاهش يابد. نتايج آزمون اين
( فرضيه همسو با نتايج پژوهش فرانسيس و همكاران ( 2007 )، چن ( 2011 ) و ژو و نيو ( 2016
است.
يافته هاي پژوهش در ارتباط با فرضي ههاي سوم و چهارم پژوهش نشان داد كيفيت اطلاعاتحسابداري و عدم اطمينان اطلاعاتي، داراي اثر تعديل كنندگي هستند و بر رابطة بين تمايلاتسرمايه گذاران و قيمت سهام تأثير مي گذارن د. بدين ترتيب هنگامي كه كيفيت اطلاعاتی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397 45 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?حسابداري پايين تر و عدم اطمينان اطلاعاتي بيشتر است، رابطة بين تمايلات سرمايه گذاران و
قيمت بازار سهام قوي تر است. به بياني ديگر، ارائة اطلاعات باكيفيت و شفاف توسط شركت ها،
به طوري كه موقعيت و عملكرد صحيح شركت را نشان دهد، مي تواند اعتماد سرمايه گذاران به
اطلاعات حسابداري گزارش شده توسط شركت را تقويت كند و رفتارهاي احساسي
سرمايه گذاران در قيمت گذاري سهام شركت را كاهش دهد . يافته هاي پژوهش در ارتباط با
فرضية سوم، مشابه با نتايج پژوهش كرونل و همكارانش ( 2017 ) است، با اين تفاوت كه متغير
وابسته در پژوهش آنها نرخ بازده سهام است. نتايج پژوهش در مورد فرضية چهارم، با يافته هاي
پژوهش باكر و ورگلر ( 2006 ) و ژو و نيو ( 2016 ) همخواني دارد.کیفیت اطلاعات حسابداري
با توجه به نتايج پژوهش، به سرمايه گذاران توصيه مي شود هنگامي كه در بازار اخبار هيجاني
و احساساتي وجود دارد، با دقت بيشتري براي خريد يا فروش سهام واكنش نشان دهند. همچنين
به مديران توصيه مي شود، با ارائه اطلاعات باكيفيت و داراي ريسك اطلاعاتي كمتر ، رفتارهاي
احساسي سرمايه گذاران در بازار را كاهش دهند و باعث تحكيم اعتماد سرمايه گذاران و رشد و
جذابيت سهام در بازار شوند.
در ارتباط با محدوديت هاي پژوهش، اثرهاي نشئت گرفته از تورم، تفاوت در روش هاي
حسابداري در اندازه گيري و گزارشگري رويدادهاي مالي، مي تواند بر نتايج پژوهش تأثيرگذار
باشد؛ اما اثر اين عوامل در پژوهش در نظر گرفته نشده است. در اين پژوهش اثر هاي نشئت
گرفته از عوامل ديگري مانند تورش هاي رفتاري سرمايه گذاران حقيقي، برخي عوامل د رون
سازماني يا برخي سياست هاي منفع تطلبانة مديران و عوامل كلان سياسي و اقتصادي وجود دارد
كه از دسترس محقق خارج بوده و اثر اين عوامل در پژوهش لحاظ نشده است. همچنين در اين
پژوهش اثرهاي مربوط به نوع صنعت در نظر گرفته نشده است، با توجه به شدت و ضعف روابط
در صنايع مختلف، بايد به تأثير آنها در تفسير نتايج توجه شودکیفیت اطلاعات حسابداري
